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FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
ELLEN REGINA STETER
EXPANSÃO DO CRÉDITO E A SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO NA
ECONOMIA BRASILEIRA
SÃO PAULO
2013
FUNDAÇÃO GETÚLIO VARGAS
ESCOLA DE ECONOMIA DE SÃO PAULO
ELLEN REGINA STETER
EXPANSÃO DO CRÉDITO E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO NA ECONOMIA
BRASILEIRA
Dissertação apresentada à Escola de
Economia de São Paulo da Fundação
Getúlio Vargas, como requisito para
obtenção do título de Mestre em
Macroeconomia Financeira.
Campo de conhecimento:
Economia
Orientador: Prof. Dr.Vladimir Kühl Teles
SÃO PAULO
2013
Steter, Ellen Regina. Expansão do crédito e suavização do consumo na economia brasileira / Ellen Regina Steter. - 2013. 43 f. Orientador: Vladimir Kühl Teles Dissertação (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo. 1. Consumo (Economia) - Brasil. 2. Economia. 3. Renda. 4. Créditos - Brasil. I. Teles, Vladimir Kühl. II. Dissertação (MPFE) - Escola de Economia de São Paulo. III. Título.
CDU 330.567.2(81)
ELLEN REGINA STETER
EXPANSÃO DO CRÉDITO E SUAVIZAÇÃO DO CONSUMO NA ECONOMIA
BRASILEIRA
Dissertação apresentada à Escola de
Economia de São Paulo da Fundação
Getúlio Vargas, como requisito para
obtenção do título de Mestre em
Economia.
Orientador: Prof. Dr. Vladimir Kühl Teles
Campo de conhecimento:
Data de aprovação:
23/08/2013
Banca examinadora:
Prof. Dr. Vladimir Kühl Teles (Orientador)
FGV- EESP
________________________________
Prof. Rogério Mori
FGV - EESP
Prof. Caio César Mussolini
Insper
iv
Dedicatória
Dedico esse trabalho aos meus pais, Silvia e
Edgard, pelo incentivo e apoio. Ao meu
namorado, André, pelo companheirismo e
paciência.
v
Agradecimentos
Agradeço aos professores da FGV-EESP (Fundação Getúlio Vargas – Escola de
Economia de São Paulo), pelo excelente curso proporcionado. Em especial ao
professor Vladimir Kühl Teles por sua orientação.
Aos meus amigos do Departamento de Pesquisa e Estudos Econômicos do Banco
Bradesco que em todos os momentos me incentivaram e me apoiaram, inclusive na
elaboração dessa dissertação.
Agradeço especialmente à minha família e ao meu namorado, André, pelo apoio
incondicional. E pela fiel companhia nos estudos, ao Bartholomeu.
vi
RESUMO
Considerando a teoria do consumo, especialmente a da renda permanente, a maximização da utilidade para o indivíduo ocorre quando ele consegue suavizar o seu consumo ao longo da vida. Dessa forma a estabilidade no consumo é preferida à momentos de expansão precedidos de retração. Estudos aplicados às séries brasileiras encontraram que consumo é impactado de maneira significativa pela renda corrente, não se comportando, portanto, apenas como um passeio aleatório.
Uma das hipóteses sugeridas para explicar a dependência do consumo brasileiro à renda corrente seria a possibilidade de restrição à liquidez. O presente trabalho, teve como objetivo verificar se após a expansão creditícia experimentada pela economia brasileira, nos últimos anos, o crédito teria corroborado favoravelmente para a suavização do consumo das famílias.
Para tanto, utilizou-se um banco de dados do primeiro trimestre de 1996 (pós implementação do PROER/PROES) até o primeiro trimestre de 2013. No decorrer do período abordado, foi possível identificar duas quebras estruturais no crédito, uma atrelada ao adento do crédito consignado e a outra referente ao impacto da crise financeira internacional. Dessa forma, a regressão considerando o consumo como variável dependente em função da renda, do crédito e da taxa de juros, foi estimada em três períodos distintos.
A estimação nos três períodos mostrou que a expansão do crédito se tornou relevante para a regressão do consumo com o passar do tempo. Como exemplo, a variável crédito no primeiro período (1º.tri/96 até 1º.tri/04) não se mostrou significante para a regressão do consumo. Contudo no terceiro período (1º.tri/09 até 10.tri/13) o crédito se mostrou significante.
Vale mencionar que o período de maior destaque para o crédito foi o terceiro, o mais recente. Sabidamente, coincidiu com a aceleração do crédito via bancos públicos em decorrência de um comportamento anticíclico (começou como resposta à crise financeira internacional do último trimestre de 2008). Com isso, para suavizar esse movimento anticíclico as regressões foram reestimadas considerando o crédito desagregado, entre privado e público. A conclusão obtida foi a mesma do exercício anterior.
Assim, as estimações sugerem que o crédito (agregado e desagregado) ajudou na suavização do consumo das famílias brasileiras, especialmente no passado recente (terceiro período), quando a renda não foi significativa para a estimação do consumo.
Palavras chave: Consumo, renda, crédito, teoria do consumo, teoria da renda
permanente.
vii
ABSTRACT
Considering the consumption theory, specially the permanent income, the maximization utility for a individuals happens when he is able to mitigate the consumption during their lives. In this way the consumption smoothing is preferred to a moment of expansion preceding by retraction. Researches applied in brazilian series found that the consumption has a strong impact by the current income, doesn´t acting, therefore, merely as random walk.
One of the hypothesis suggested to explain the dependence of the brazilian consumption of the current income would be the possibility of credit constraint. The present paper, had as objective verify if after the credit expansion experimented by the brazilian economy, in the last few years, the credit had corroborated in favour of the flexibility of the family consumption.
For this, used 1996 database, first term ( after PROER/PROES implementation) until 2013 first term. However, it has been found that during the approached period, occurred two structural breaks in credit series. Thereby, the regression having the consumption as variable dependent in function of the credit, income and interest rate was estimated in three distinct periods.
The evaluation in these three periods clearly demonstrated that the credit expansion became relevant for the consumption regression over the course of time. As example, a variable credit in the first period ( 1st term/96 until 1st term 04) wasn´t significant for the consumption regression. But, in the in the third ( 1st term/09 until 1st term 2013) the credit appeared significant.
It´s worth mentioning that the top-of-mind period for credit was the third, the most recent. Wisely, coincided with the credit acceleration through goverment banks in consequence for an anti cyclic behavior (it starts as an answer to the international financial crisis in the last term 0f 2008). With this, to alleviate this anti cyclic movement the regression were estimated again considering only the disaggregated credit (private and government credit). The result was the same of the previous.
So, the estimatios suggest that the credit helped alleviate the consumption of the brazilian families specially in the recent past, when income was not significant.
Key words: Consumption, income, credit, consumption theory, permanent income hyphotesis.
viii
LISTA DE ILUSTRAÇÕES
Gráfico 1 – Evolução do crédito à pessoa física, per capita, em R$ 25
Gráfico 2 – Relação crédito à pessoa física/PIB 26
Gráfico 3 – Evolução da participação dos bancos públicos no crédito
à pessoa física (excluindo o crédito imobiliário) 34
ix
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 – Descrição das variáveis utilizadas nas regressões 27
Tabela 2 – Teste de raiz unitária 28
Tabela 3 – Teste de raiz unitária 29
Tabela 4 – Teste KPSS 29
Tabela 5 – Teste de Chow para a variável crédito 32
Tabela 6 – Resumo dos resultados das três regressões 33
Tabela 7 – Teste KPSS para a variável crédito privado privado e crédito público 35
Tabela 8 – Teste de Chow para a variável crédito privado e crédito público 36
Tabela 9 – Resumo dos resultados das três regressões utilizando o crédito
desagregado por origem de capital 37
Tabela 10 – Resultado comparativo das regressões (crédito agregado e
desagregado por origem de capital) 38
x
SUMÁRIO
1. Introdução 11
2. Teoria do Consumo 12
2.1. A evolução da teoria do consumo 12
2.2. Inconsistência da teoria da renda permanente e sua aplicação nas séries
brasileiras 20
2.3. A teoria da renda permanente, a restrição à liquidez e o crescimento
do crédito às famílias brasileiras 24
3. Descrição dos dados 27
4. Estimando o consumo a partir da renda, do crédito e da taxa de juros 28
4.1. Estimando o consumo a partir da renda e do crédito por origem do capital 35
5. Conclusão 39
REFERÊNCIAS 41
11
1. Introdução
A expansão do crédito à pessoa física na economia brasileira ao longo dos últimos
anos se mostrou bastante intensa. A relação crédito à pessoa física/PIB passou de
2,3% no primeiro trimestre de 1996 e alcançou 16% no primeiro trimestre de 2013.
Dessa forma, é razoável intuir que tal comportamento tenha interferido no
desempenho do consumo das famílias.
Sabidamente, a hipótese tradicional de renda permanente contempla que o consumo
segue um processo estocástico, também conhecido como passeio aleatório.
Entretanto, diversos trabalhos relacionados à teoria de renda permanente aplicados
para séries de tempo brasileiras, observaram que nem todos os pressupostos da
teoria foram atendidos. Se constatou nesses estudos a existência de um ciclo
comum entre consumo e renda, muitas vezes justificado por alguma restrição
creditícia.
Assim, considerando a teoria de renda permanente, o presente estudo buscou
evidências de que a expansão creditícia experimentada pela economia brasileira
tenha minimizado a restrição à liquidez e consequentemente corroborado para a
suavização do consumo. Para tanto, foram realizadas regressões utilizando o
consumo, como variável dependente, em função da renda, da taxa de juros e do
crédito, em três momentos distintos. Sendo que, os três períodos estão relacionados
às quebras estruturais na série de crédito.
O trabalho é composto por quatro seções, além dessa introdução. A segunda seção
descreve a evolução da teoria do consumo, com ênfase na hipótese de renda
permanente e sua aplicação para as séries econômicas brasileiras. A terceira
descreve o banco de dados utilizado para estimação dos modelos. No quarto tópico
foram reportados os testes econométricos e seus respectivos resultados. A
conclusão do estudo será apresentada na quinta seção.
12
2. A Teoria do consumo
Essa seção abordará a evolução da teoria do consumo e os estudos aplicadas nas
séries econômicas brasileiras, com foco na teoria da renda permanente.
2.1. A evolução da teoria do consumo
A referência inicial da teoria macroeconômica do consumo, é Keynes (1937). Keynes
conjecturou que, no curto prazo, o comportamento do consumo será definido como
uma proporção entre a renda corrente pessoal disponível e a propensão marginal a
consumir. Consequentemente, o consumo será induzido basicamente pelo
rendimento, ou seja, os agentes estarão dispostos, como regra geral, a aumentar o
consumo à medida que a renda se elevar, ainda que a variação no consumo seja
inferior a apresentada pela renda.
Importante ressaltar que segundo esse modelo, a renda seria o determinante
primário do consumo, e a taxa de juros não teria papel relevante. O que seria um
contraste em relação a teoria clássica, onde a taxa de juros influenciava a poupança
e, portanto, no consumo.
A função consumo keynesiana pode ser escrita como:
(1)
Sendo C o consumo corrente, o consumo quando a renda é zero (uma constante),
c a propensão marginal ao consumo e Y a renda corrente.
Keynes, dessa maneira, qualificou o consumo apenas em função da renda corrente,
não contemplando o rendimento potencial futuro.
13
Estudos posteriores começaram a questionar a teoria keynesiana sobre consumo,
como o economista Kuznets, que a partir de uma compilação de dados observou
que a propensão média a consumir (razão entre consumo a renda) se mostrou
bastante estável por longos períodos, ou seja, a aderência da teoria proposta para o
longo prazo se tornou questionável.
Ampliando o horizonte, Fisher (1930), definiu um modelo intertemporal no qual o
consumidor utilizaria suas preferências para optar pelo melhor momento para
consumir, seria forward-looking, escolhendo o consumo presente e o futuro com
intuito de maximizar o nível de satisfação ao longo da vida. Dessa forma, o consumo
estaria atrelado a decisão de consumir e poupar, sujeita a uma taxa de juros e a
uma restrição orçamentária. O modelo pode ser expresso como:
(2)
Onde S representa a poupança, Y a renda e C o consumo, considerando o período
1. No segundo período, o consumo pode ser descrito da seguinte maneira:
( ) (3)
Sendo r a taxa de juros. Assim, no segundo período, o consumo dependerá da
renda nesse momento líquida da poupança do período anterior, que será
rentabilizada por uma determinada taxa de juros.
A restrição orçamentaria é facilmente obtida quando se substitui a equação (2) na
(3):
(4)
Considerando que os consumidores têm preferências com relação ao consumo
presente ( ) e ao consumo futuro ( ), é possível adicionar um fator de impaciência
intertemporal (θ), representando a preferência por uma função côncava do tipo log,
se obtém a função utilidade abaixo:
14
( )
(5)
Maximizando a função de utilidade, sujeita a restrição orçamentária (4),
encontramos:
(
) (6)
Pela condição de primeira ordem, teremos:
(7)
Dessa forma, se:
a) r > θ, o consumidor preferirá poupar no primeiro momento, e no
segundo intensificará seu consumo;
b) r < θ, o fator de impaciência será preponderante, o que tornará o
consumo mais forte no primeiro período;
c) r = θ, o consumo ficará estável ao longo do tempo.
Assim, uma das principais contribuições do modelo de Fisher para a teoria do
consumo foi a suavização do mesmo. Afinal, diferente do proposto por Keynes, o
consumo não será função apenas da renda corrente, mas também da renda
esperada, do fator de impaciência e da taxa de juros da poupança. Uma implicação
dessa diferença é justamente na volatilidade do consumo. Como o consumidor de
Fisher suaviza seus gastos, qualquer alteração transitória na renda, deverá impactar
menos a atividade econômica do que o consumidor de Keynes, que olhará apenas
para a renda corrente.
No mesmo sentido de suavização do consumo, Modigliani (1986), propôs uma
abordagem similar à do Fisher, na qual as decisões de consumir estão atreladas ao
fluxo total de rendimento auferido ao longo da vida do indivíduo, dessa forma, a
poupança permitirá com que a renda seja transferida do período no qual ela é
15
elevada para os momentos nos quais ela é baixa. A teoria de Modigliani está
pautada no ciclo de vida do indivíduo e contempla como as principais hipóteses:
i) A renda deverá ser constante ao longo da vida, independente se está no
período de trabalho ou de aposentadoria;
ii) Não há juros sobre a poupança;
iii) A opção de consumo constante é preferível a de períodos de consumo
intenso precedido por restrições;
iv) Pode haver ou não riqueza inicial;
v) Toda a riqueza acumulada ao longo da vida ativa será consumida na
aposentadoria, assim esse será o momento de riqueza máxima do
indivíduo.
É possível descrever a Teoria do Ciclo de Vida em três fases:
Primeira fase: o indivíduo é jovem e possui renda baixa ou nula. Nesse
momento, ele pode contrair dívidas prevendo uma renda futura.
Segunda fase: o indivíduo atinge o auge da renda, consegue quitar as dívidas
e constituir poupança (S) para a velhice.
Terceira fase: o indivíduo se aposenta e passa a consumir a sua poupança.
Para ser mensurado, o modelo assume a restrição de que a soma de todo o
consumo ao longo da vida tem que ser equivalente a soma da renda:
( )
( ) (8)
A função utilidade do modelo será descrita como:
( ) ( )
( )
( ) ( ) (9)
Maximizando a função de utilidade, sujeita a restrição (8), obtemos:
16
( )
( )
( ) ( ) (
( )
( ) ) (10)
Resolvendo a equação acima pela condição de primeira ordem:
( )
( )
( )
( ) ( ) (11)
Se considerando que o juros é equivalente a zero (r ≈ 0), teremos:
(12)
Substituindo a restrição na equação (12):
( ) ( )
( ) ( ) (13)
Considerando novamente r =0, temos:
(14)
Dessa forma, fica claro que no modelo de Modigliani, o importe é manter o consumo
constante ao longo da vida, ainda que ela seja composta de momentos distintos (as
três fases), pois a maximização da utilidade ocorre justamente na manutenção do
nível de consumo independente do ciclo, fato que só acontece porque a poupança
varia ao longo da vida do indivíduo.
Assim como a teoria apresentada por Modigliani, Friedman (1957), recorreu a teoria
de Fisher para argumentar que o consumo não depende apenas da renda corrente e
sim de um modelo de escolha intertemporal. Dessa forma propôs a teoria da renda
permanente.
Contudo, diferente da hipótese abordada por Modigliani, de renda constante ao
longo da vida, Friedman considerou que os indivíduos experimentam variações
aleatórias e temporárias no rendimento de tempos em tempos. Assim, a renda será
17
considerada como a soma de dois componentes: um permanente, caracterizando
um nível de renda constante ao longo do tempo (pode ser classificada como a renda
média), e um outro transitório, oscilando ao redor da renda constante (dito de outra
forma, é o desvio aleatório da renda média). Ou seja,
(15)
Portanto, para determinar o consumo, os agentes consideram se as alterações
ocorridas na sua renda corrente e futura são de caráter temporário ou permanente.
Por exemplo, se houver um aumento na renda permanente, os indivíduos elevarão o
seu consumo. No entanto, se o aumento for interpretado como temporário, haverá
manutenção no nível de consumo e a elevação ocorrerá apenas na poupança dos
agentes. Dessa maneira, a teoria também teria como premissa a suavização do
consumo, sendo que a maximização da utilidade ocorrerá em função da renda
permanente, porque os indivíduos poderiam utilizar a poupança e os empréstimos
(crédito) para estabilizar o consumo caso ocorram mudanças transitórias na renda.
Assim, a função consumo de Friedman pode ser considerada como:
(16)
Em que, α é uma constante que mede a fração da renda permanente consumida.
A teoria pode ser demonstrada considerando um agente que vive por T períodos e
que tenha a utilidade a descrita abaixo:
∑ ( )
( ) ( ) (17)
A restrição orçamentária do modelo admite que o consumo total não deverá
ultrapassar a renda total acrescida de uma dotação inicial ( ), sendo descrita como:
∑ ∑
(18)
Sujeito à restrição orçamentária (18) é possível maximizar a função utilidade:
18
∑
( ) ( ∑ ∑
) (19)
Pela condição de primeira ordem obtemos:
( ) (20)
Assim, o consumo será constante ao longo do tempo. Considerando novamente a
restrição orçamentária (18), teremos:
( ∑
) (21)
Dessa forma, para Friedman, a renda permanente é igual ao consumo descrito na
última equação (21). Caracterizando, qualquer flutuação entre a renda corrente e a
permanente como transitória. Com isso, eventuais movimentos na renda transitória
serão absorvidos pela poupança ou pelo empréstimo com a finalidade de suavizar o
consumo ao longo da vida do agente.
Todas as teorias abordadas até o momento, que visam a suavização do consumo de
forma intertemporal, consideraram que o indivíduo tem informação perfeita em
relação ao fluxo de renda e tempo de vida. Utilizando, assim, como premissa suas
expectativas.
Recorrendo ao pressuposto de expectativas racionais para o consumo, Hall (1978),
introduziu o aspecto de incerteza por meio do operador de esperança e mostrou que
o consumo deveria se comportar como um passeio aleatório. Ou seja, considerando
que a Teoria de Renda Permanente seja válida e que os consumidores tenham
expectativas racionais, as oscilações do consumo ao longo da vida serão
imprevisíveis. Com isso, as variações no consumo refletirão as surpresas no
rendimento ao longo do tempo.
19
Atribuindo algumas simplificações1 na teoria de Hall, temos que o indivíduo deveria
maximizar sua utilidade:
[ ] [∑ (
)] (22)
Considerando a equação de Euler, temos:
( ) [ ( )] (23)
Substituindo a equação (22) na equação (23):
[ ] [ ] (24)
Dessa forma o consumo pode ser escrito como:
(25)
Considerando a equação de restrição orçamentária:
∑ [ ] ∑ [ ]
(26)
Substituindo a equação (24) na restrição orçamentária (26):
( ∑ [ ]
) (27)
A partir desse modelo, Hall demonstrou que o consumo é suavizado considerando a
expectativa de renda futura. Contudo, como está atrelado à expectativa, que é
marcada por imprevisibilidade, o consumo segue o comportamento de um passeio
aleatório.
Derivando o resultado de Hall, obtido a partir da teoria da renda permanente, Flavin
(1981)2, utilizando dados dos Estados Unidos, testou o problema empiricamente e
1 Taxa de juros e desconto iguais a zero e função de utilidade quadrática.
20
rejeitou a teoria da renda permanente pois obteve evidências de que o consumo
corrente responde a renda corrente em intensidade superior a sugerida pelo papel
da renda corrente em sinalizar variações na renda permanente, chamando o
comportamento observado de excesso de sensibilidade do consumo3.
Para os dados de consumo brasileiro, Gomes (2004), mostrou que a série nacional
pode ser representada por uma série temporal do tipo ARMA (1,1), ou seja, além de
uma tendência estocástica, há uma parte cíclica estacionária, contrariando a teoria
de renda permanente. Para obter tal resultado, o autor utilizou a decomposição de
Beveridge e Nelson (1981), na série de consumo agregado brasileiro, no período de
1947 a 1999. Uma das justificativas apresentadas para explicar porque parte
relevante da população brasileira estaria restrita a consumir sua renda corrente foi a
possibilidade de alguma restrição creditícia.
Os dois exemplos citados acima, mostram que a aplicação empírica da teoria da
renda permanente, mesmo com os avanços teóricos relevantes, ainda revela
algumas inconsistências.
2.2. Inconsistências da teoria da renda permanente e sua aplicação nas séries
brasileiras
Como mencionado nos dois exemplos citados anteriormente, apesar dos avanços
obtidos na teoria do consumo, ainda existem questionamentos quanto a aplicação
da teoria na prática. Além desses, outros estudos relevantes mostram algumas
inconsistências da teoria de renda permanente. É possível citar entre eles, o teste de
Campbell e Mankiw (1989a), Shea (1995a), além de Carroll e Summers (1991), que
2 Ao contrário de Hall (1978), Flavin não utilizou a hipótese de que as preferências são quadráticas para derivar
a hipótese de que o consumo segue um passeio aleatório.
3 Esse resultado foi obtido ao derivar um modelo econométrico estrutural que inclui a forma reduzida analisada
por Hall (1978).
21
observaram indícios de que países com elevado crescimento de renda
experimentaram forte crescimento de consumo.
Campbell e Mankiw (1989a) testaram um modelo baseado em dois tipos de agentes:
i) o primeiro grupo de agente corresponde a uma proporção λ da população e seu
consumo está atrelado ao comportamento da sua renda corrente; ii) o segundo
grupo de indivíduos tem o comportamento de consumo de acordo com o descrito por
Hall. Utilizando as séries de consumo e renda dos EUA, os autores encontraram
estimativas significantes para λ, entre 0.42 e 0.52. Resultado que não permitiu
descartar a ausência da relação entre o consumo e a renda corrente. Entretanto,
como os valores obtidos ainda foram inferiores a 1, a hipótese de renda permanente
também não foi descartada. Utilizando a mesma metodologia, mas para dados da
economia brasileira, Reis et al.(1998), Gomes (2004,2007) e Paz (2006),
encontraram valores de λ de 0.80, mostrando uma dependência ainda mais intensa
do consumo à renda corrente.
Uma alternativa para solucionar o ponto abordado por Campbell e Mankiw, ou seja,
o de que o consumo apresenta correlação com a renda pode ser a “formação de
hábito”. A formação de hábito consiste em desmembrar o crescimento do consumo
em dois processos, um estocástico e outro cíclico. Para tanto, se assume que a
função utilidade seja:
( ) ( ) (28)
A função acima mostra que o agente assimila o padrão de consumo do período
anterior e deseja melhorá-lo no período atual. O parâmetro ϒ representa a
intensidade do hábito do consumidor. Assim se ϒ =0, o consumo do período anterior
não afetará o período atual, ou seja, será anulado. Gomes (2004) testou a hipótese
de formação de hábito para a economia brasileira e não detectou tal processo.
Shea (1995a), utilizando informações individuais, elaborou um modelo com alto
poder preditivo para estimar a renda futura. A partir desse modelo, regrediu o
crescimento do consumo em relação a expectativa de crescimento da renda. Como
22
resultado, o autor encontrou um coeficiente bastante diferente de zero, o que se
opõe a teoria de renda permanente.
Considerando esse diagnóstico, Shea testou se a rejeição da teoria estava
relacionada à restrições de liquidez, para tanto utilizou dois métodos. O primeiro
analisou o impacto do crescimento da renda no consumo, considerando que parte
dos indivíduos detinha posse de ativos líquidos. O segundo teste, contemplou o
comportamento do consumo como função do crescimento ou declínio da renda. Nos
dois testes, os resultados obtidos não mostraram evidências de que a restrição de
liquidez tenha sido o motivo da falha da teoria da renda permanente do seu banco
de dados.
Os testes também se mostraram inconclusivos para a economia brasileira, Gomes
(2007) e Paz e Gomes (2008) encontraram um estimador significativo somente para
os casos de elevação da renda. Contudo, Paz (2006) encontrou estimador
significativo somente para a redução da renda.
Outro ponto que se destaca como inconsistente na teoria do Hall (a partir da
hipótese de renda permanente), é a utilização de uma função utilidade quadrática.
Nesse formato, com o consumo tendendo ao infinito, a utilidade marginal decai para
zero e consequentemente a aversão ao risco assume trajetória crescente. Tal
movimento se mostra contra intuitivo, pois conforme a renda do indivíduo aumenta,
mais ele terá que abdicar do seu consumo para amenizar possíveis incertezas
acerca do seu patrimônio. Uma alternativa para controlar tal inconsistência pode ser
a utilização de uma terceira derivada positiva, a qual aumentará a incerteza em
relação ao futuro, contraindo o consumo presente, e formando uma poupança,
nesse caso, denominada de poupança precaucionária. Reis et al. (1998), estimou
que o efeito da poupança precaucionária no Brasil responde por uma elevação de
1,6 pontos percentuais no crescimento do consumo anual.
O pressuposto da teoria de renda permanente de que os indivíduos maximizem sua
utilidade é no mínimo coerente. Contudo, existem situações em que essa condição
23
pode não ser mantida. Como por exemplo, em um cenário macroeconômico instável
é plausível que os agentes tenham incertezas em relação a sua renda futura, ou
mesmo dúvidas quanto ao acesso a financiamentos e o comportamento da sua
poupança olhando para um horizonte mais dilatado de tempo. Essas incertezas
podem alterar a taxa de impaciência da população e consequentemente tornar o
consumo mais dependente da renda corrente, recorrendo à regra de bolso.
Além dos pontos abordados até o momento, as premissas da teoria da renda
permanente relacionadas à liquidez também são focos de questionamentos. A teoria
contempla que o retorno da poupança é equivalente à taxa de juros dos
empréstimos e que os indivíduos possuem acesso garantido e ilimitado ao crédito.
Contudo, não são todos os agentes que conseguem contratar os financiamentos
exatamente na mesma taxa que estariam dispostos a pagar. Consequentemente,
haverá um impacto negativo no consumo, especialmente no corrente.
É possível notar como o consumo é afetado no caso de restrição de liquidez através
da função de utilidade quadrática, pois a mesma permite separamos o efeito da
poupança precaucionária citada anteriormente. Considerando um indivíduo que
possua acesso irrestrito ao crédito e que viva por três períodos, estando ele no
segundo, é possível descrever sua utilidade como:
(
) [( )
( )
] (29)
O ponto de máxima utilidade será obtido em:
( [ ]) (30)
Reescrevendo, o ponto máximo será alcançado em:
[ ]
(31)
24
Se houver restrição a liquidez, o consumo máximo no segundo período será
decorrente apenas da riqueza do período anterior e da renda do segundo momento
( ):
{ [ ]
} (32)
Como a expectativa da renda futura está presente na função utilidade do
consumidor, se houver uma restrição de liquidez no período corrente, o consumo
será reduzido em detrimento de maior segurança no consumo futuro. A restrição de
liquidez é recorrentemente apontada como uma falha da teoria da renda
permanente.
Abe (2010), analisando as séries brasileiras, entre o primeiro trimestre de 1991 e o
segundo de 2009, encontrou evidências de que a expansão do crédito corroborou
positivamente para a suavização do consumo no Brasil, ou seja, favoreceu o
“desvencilhamento” entre o consumo e a renda corrente.
2.3. A teoria da renda permanente, a restrição à liquidez e o crescimento do
crédito às famílias brasileiras
Como citado anteriormente, os resultados obtidos para a economia brasileira,
sugerem que há um componente cíclico presente no consumo das famílias, ou seja,
ele não se comporta apenas como um passeio aleatório (como argumentado por
Hall), o que levaria a rejeição da hipótese de renda permanente. Uma das principais
justificativas para o fato é de que haveria algum tipo de restrição à liquidez,
dificuldade, por exemplo, em se contrair crédito.
Analisando os dados mais recentes de crédito do sistema financeiro nacional à
pessoa física, é possível notar uma clara expansão. Suscitando naturalmente o
questionamento de que considerando o crescimento observado no crédito, a
restrição à liquidez poderia ter sido minimizada.
25
O presente estudo contempla dados do primeiro trimestre de 1996 (pós-
implementação do PROER e PROES) até o primeiro trimestre de 2013. Nesse
período, o volume de crédito per capita à pessoa física (excluindo o crédito
imobiliário), passou de R$ 101,24 para R$ 3.633,2. Outra forma de analisar a
expansão é observando a evolução da relação crédito à pessoa física/PIB, que
alcançou 16% no primeiro trimestre de 2013 ante 2,3% no mesmo período de 1996.
Os gráficos a seguir mostram esse comportamento.
Gráfico 1 – Gráfico da evolução do crédito à pessoa física per capita, em R$ (dados deflacionados pela Selic efetiva) Fonte: BCB (crédito e Selic) e IBGE (população) Nota: Gráfico elaborado pela autora
26
Gráfico 2 – Relação crédito à pessoa física (excluindo o crédito imobiliário) /PIB Fonte: BCB (crédito) e IBGE (PIB) Nota: Gráfico elaborado pela autora
Dessa forma, analisando o crescimento do crédito ao longo dos últimos anos no
Brasil, a presente dissertação avaliará se a expansão creditícia contribuiu
favoravelmente para suavizar o comportamento do consumo das famílias, como
sugere a teoria da renda permanente. Para tanto, analisaremos se o crédito ganhou
relevância quando analisamos o comportamento do consumo.
27
3. Descrição dos dados
As variáveis utilizadas para estimar o consumo das famílias foram: i) o consumo das
famílias deflacionado4; ii) a renda disponível bruta; iii) o crédito do sistema financeiro
à pessoa física, excluindo o crédito imobiliário, deflacionado pela Selic efetiva, nesse
caso, o objetivo foi tentar expurgar o crescimento “vegetativo” do estoque de crédito;
iv) taxa Selic efetiva. Com exceção da Selic, todas as variáveis mencionadas foram
transformadas em termos per capita, considerando que a população ficou estável ao
longo dos respectivos anos. Como os dados da série populacional estão disponíveis
até 2012, assumimos que a população residente brasileira permaneceu a mesma do
ano anterior no primeiro trimestre de 2013.
A periodicidade das variáveis utilizadas nos modelados foi trimestral, assim, para os
dados de crédito que são mensais, considerando que representam estoque, utilizou-
se o saldo do último mês do trimestre. No caso da Selic, também foi utilizado o valor
do último mês do trimestre, sendo este acumulado em doze meses.
A tabela abaixo é um sumário das variáveis utilizadas nas regressões.
Tabela 1 – Descrição das variáveis utilizadas nas regressões
Fonte: BCB (crédito e selic) e IBGE (Contas Nacionais) Nota: Tabela elaborada pela autora
4 Tanto o consumo das famílias quanto o PIB foram deflacionados pelo deflator das respectivas séries.
Variáveis Fonte Periodicidade Período analisado
Consumo das famílias IBGE trimestral 1996 T1 a 2013 T1
Renda disponível bruta IBGE trimestral 1996 T1 a 2013 T1
Crédito à pessoa física BCB mensal 1996 T1 a 2013 T1
Selic efetiva BCB mensal 1996 T1 a 2013 T1
28
4. Estimando o consumo a partir da renda, do crédito e da taxa de juros
Para estimar as regressões, com intuito de verificar se a expansão do crédito ao
longo dos últimos anos ganhou relevância no consumo das famílias brasileiras,
começaremos pelo teste de raiz unitária.
Para verificar a presença de raiz unitária, utilizaremos o teste de Dickey-Fuller
aumentado (ADF). Testando as variáveis em nível (consumo, crédito, renda e juros),
no período entre o primeiro trimestre de 1996 até o primeiro de 2013, o teste não
descartou a presença de raiz unitária, como é possível notar na tabela abaixo.
Tabela 2 – Teste de raiz unitária
Hipótese nula: existe raiz unitária Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
Com isso, o teste ADF foi realizado novamente para a primeira diferença:
Método Estatísitca Probabilidade
ADF - Fisher Chi-square 3.46063 0.9022
ADF - Choi Z-stat 2.68546 0.9964
Variáveis Probabilidade Lag Max. Lag Observações
Consumo 0.9982 0 10 68
Crédito 0.9191 8 10 60
Renda 0.9717 1 10 67
Juros 0.1988 10 10 58
29
Tabela 3 – Teste de raiz unitária
Hipótese nula: existe raiz unitária Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
O teste ADF mostrou que as variáveis renda, consumo e juros são estacionárias em
primeira diferença. Contudo, para variável crédito, o teste sugeriu segunda
diferença, o que é contra intuitivo. Dessa forma, realizamos o teste Kwiatkowski-
Philips-Schmidit-Shin (KPSS) para verificar se haveria rejeição da possibilidade da
série de crédito ser estacionária em primeira diferença. Abaixo estão os resultados
obtidos:
Tabela 4 – Teste KPSS
Hipótese nula: a série é estacionária Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
O teste KPSS não rejeita que a série de crédito seja estacionária em primeira
diferença, com probabilidade próxima a 1%.
Dessa forma, como o fundamento sugeriria, consideraremos que todas as séries são
estacionárias em primeira diferença. Consequentemente, a regressão será estimada
com as variáveis em diferenças dos logaritmos naturais (dlog).
Método Estatísitca Probabilidade
ADF - Fisher Chi-square 83.5707 0.00000
ADF - Choi Z-stat -6.54092 0.00000
Variáveis Probabilidade Lag Max. Lag Observações
Consumo 0.0000 0 10 67
Crédito 0.7326 7 10 60
Renda 0.0000 0 10 67
Juros 0.0045 9 10 58
LM-Estatis.
Teste KPSS 0.874817
1% 0.739000
5% 0.463000
10% 0.347000
Valores
críticos
30
A primeira equação estimada contempla todo o período da amostra (primeiro
trimestre de 1996 até o primeiro trimestre de 2013). Com o consumo das famílias
sendo a variável dependente, obtemos a seguinte expressão:
( ) ( ) ( ) (33)
Sendo, c o consumo, y a renda, cr o crédito e i a taxa de juros. Vale lembrar que as
variáveis estão em termos per capita.
A regressão estimada apresentou os seguintes coeficientes:
( ) ( ) ( ) (34)
Importante notar que todos os coeficientes apresentaram o sinal esperado, ou seja,
a renda e o crédito com sinais positivos para o consumo e a taxa de juros com sinal
negativo. A regressão estimada apresentou R2 ajustado de 32%. Com relação ao p-
valor, a renda se mostrou significante à 1% (0.0001), o crédito fracamente à 10%
(0.1052) e o juros não se mostrou significante (0.4454). Além de notar que o
coeficiente do crédito se mostrou positivo, o objetivo da dissertação é verificar se ele
apresentou alteração ao longo da expansão creditícia.
Dessa forma, observando a série de crédito é possível notar pontos de ruptura,
como por exemplo, pós-primeiro trimestre de 2004 e no último trimestre de 2008.
Sendo o primeiro período relacionado à inovação financeira da modalidade de
crédito consignado, a qual por ter as prestações deduzidas diretamente da folha de
pagamento dos tomadores, foi ofertada a uma taxa de juros inferior a praticada nos
tradicionais créditos pessoais e com um prazo superior, portanto, se mostrou mais
atraente para o consumidor. Vale ressaltar que essa linha, antes de 2004, estava
disponível apenas para os funcionários públicos e após os primeiros meses desse
ano o crédito consignado passou a ser ofertada aos aposentados e pensionistas do
INSS, bem como funcionários do setor privado.
31
O segundo momento identificado, o quarto trimestre de 2008, está relacionado à
crise financeira internacional, conhecida como “subprime”. A crise reduziu a liquidez
do sistema financeiro nacional, afetando, portanto, a oferta de crédito doméstico.
Contudo, como parte relevante do funding para o sistema financeiro nacional estava
atrelado à recursos doméstico e como o sistema dispunha de um elevado valor em
encaixes bancários, cerca de R$253,14 bilhões em setembro de 2008, o ambiente
creditício foi rapidamente reestabelecido após medidas do Banco Central, como a
liberação de aproximadamente R$100 bilhões dos depósitos compulsórios. Além
disso, é possível citar como uma das medidas anticíclicas a aceleração da oferta de
crédito através de bancos oficiais.
Abe (2010), utilizando a metodologia de Bai e Perron (2003), testou as quebras
estruturais da série de crédito a partir do primeiro trimestre de 1991 até o segundo
trimestre de 2009. O autor constatou duas quebras estruturais, sendo a primeira no
segundo trimestre de 19945, podendo ser atribuída à implementação do Plano Real,
como sugerido por Abe. O segundo momento de ruptura foi observado no primeiro
trimestre de 2004, em linha com o advento do crédito consignado.
Para validar a segunda quebra abordada por Abe(2010) e verificar se o último
trimestre de 2008 também se comportou como uma ruptura na série, iremos utilizar o
Teste de Chow. O teste verifica a estabilidade dos parâmetros, dividindo o intervalo
da amostra em duas partes e estimando novamente os parâmetros em cada sub-
amostra. Ele compara a soma dos quadrados dos resíduos da regressão original
com a soma dos quadrados dos resíduos das novas regressões realizadas a partir
das sub-amostras. Assim, o ponto que divide os intervalos é chamado de ponto de
quebra. Os resultados do teste de Chow são apresentados pelas estatísticas F e Log
Razão Verossimilhança. Vale mencionar, que a hipótese nula do teste é a de que
não houve quebra na série.
5 Período que não será abordado nessa dissertação.
32
Na tabela abaixo é possível observar os resultados obtidos pelo teste de Chow, que
mostra quebra estrutural tanto no primeiro trimestre de 2004 quanto no último
trimestre de 2008.
Tabela 5 – Teste de Chow para a variável crédito
Hipótese nula: não há quebra estrutural Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
O teste de Chow mostrou que fraca evidência de quebra estrutural. Com p-valor de
0.0529, é possível a 10% rejeitar a hipótese nula, de que não há quebra estrutural.
Apesar da fraca evidência, considerando os fundamentos das mudanças ocorridas
nos dois períodos mencionados, notadamente o advento do crédito consignado e a
crise financeira internacional, iremos estimar a equação inicial (34) desagregada em
três períodos, justamente para verificar o comportamento do crédito ao longo do
tempo.
A primeira regressão contemplará a partir do primeiro trimestre de 1996 até o
primeiro trimestre de 2004. A segunda estimará o período do segundo trimestre de
2004 até o último trimestre de 2008. A terceira e última regressão, será do período
entre o primeiro trimestre de 2009 até o primeiro de 2013.
No primeiro período (1º.tri/96 até 1º.tri/04), a regressão estimada mostrou os sinais
esperados dos coeficientes, sendo a renda e o crédito positivos para o consumo e o
juros negativo. Contudo, apenas a variável renda se mostrou significante a 5% no
período (0.0554). A variável crédito não se mostrou significante nem a 10%, com p-
valor de 0.3754. O juros apresentou p-valor de 0.3624. Considerando 32
observações e um R2 ajustado de 23,0%, a equação pode ser descrita como:
( ) ( ) ( ) (35)
F-statistic 3.083572 Prob. F(1,62) 0.0529
Log likelihood ratio 6.448324 Prob. Chi-square(2) 0.0398
Wald Statistic 6.167143 Prob. Chi-square(2) 0.0458
Período: 1o.tri/2004 e 4o.tri/2008
33
No segundo período (2º.tri/02 até 4º.tri/08), com 19 observações, a variável crédito
ainda não se mostrou significativa para a estimação do consumo, apesar do seu p-
valor tem melhorado em relação ao período anterior, passou de 0.3754 para 0.2380.
A variável renda ficou mais significante, com o p-valor alcançando 0.0237. O juro
ainda não se mostrou significante, com p-valor de 0.6692. Com um R2 ajustado de
43,5% e com o sinal dos coeficientes esperados, a regressão obtida foi:
( ) ( ) ( ) (36)
No terceiro período, entre o primeiro trimestre de 2009 e o primeiro trimestre de
2013, contando com 17 observações. A variável crédito se tornou significante (com
p-valor de 0.0194) e a variável renda nesse período além de não se mostrar
significante, apresentou sinal negativo, resultados que chamaram a atenção. O juros
ainda não foi significante, com p-valor de 0.4584. Com um R2 ajustado de 53,9%, a
regressão pode ser expressa como:
( ) ( ) ( ) (37)
O fato de a renda ter apresentado sinal negativo no último período possivelmente
está atrelado ao impacto da crise financeira internacional (último trimestre de 2008).
Tanto que se realizarmos a regressão acima descrita considerando o período a partir
do segundo trimestre 2009 e não do primeiro trimestre, a variável renda voltaria a
apresentar sinal positivo, ainda que ela continue não significante (com p-valor de
0.5908).
( ) ( ) ( ) (38)
A tabela abaixo resume os resultados obtidos nas regressões de cada período.
Tabela 6 – Resumo dos resultados das três regressões
Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor
Constante -0.003908 -0.979287 0.3358 Constante -0.004729 -0.551142 0.5897 Constante -0.005269 -1.064110 0.3066
Dlog (renda) 0.419575 1.999334 0.0554 Dlog (renda) 0.452888 2.516658 0.0237 Dlog (renda) -0.006568 -0.025139 0.9803
Dlog (crédito total) 0.056058 1.472203 0.3754 Dlog (crédito total) 0.154166 1.228998 0.2380 Dlog (crédito total) 0.441778 2.666872 0.0194
Dlog(juros) -0.036410 0.039320 0.3624 Dlog(juros) -0.018327 -0.435756 0.6692 Dlog(juros) -0.024621 -0.764243 0.4584
1o. Período (1o.tri96/1o.tri04) 2o. Período (2o.tri04/4o.tri08) 3o. Período (1o.tri09/1o.tri13)
34
Interessante notar como o crédito ganhou grande relevância ao longo dos períodos,
o que poderia sugerir alguma suavização no consumo das famílias, considerando
que a restrição à liquidez tenha sido minimizada. Outro ponto relevante foi o
comportamento das variáveis, crédito e renda, no terceiro período. Nesse último
período o crédito se mostrou bastante significante para o consumo e a renda ao
mesmo teve sua relevância minimizada, na verdade, se não mostrou significante.
Uma possível explicação para esse fenômeno pode estar atrelada a adoção de
medidas anticíclicas, via expansão creditícia, a partir do último trimestre de 2008.
Uma das medidas anticíclicas adotadas para estimular a atividade econômica e o
consumo das famílias, foi a elevação da oferta de crédito, nesse caso, utilizando de
forma mais intensa os bancos oficiais. Contudo, importante ressaltar que esse
comportamento mais expansionista dos bancos públicos mostrou continuidade
mesmo após a recuperação da atividade econômica. O gráfico abaixo mostra a
evolução da participação dos bancos públicos no crédito à pessoa física (excluindo o
crédito habitacional).
Gráfico 3 – Gráfico da evolução da participação dos bancos públicos no crédito à pessoa física, excluindo o crédito imobiliário Fonte: BCB Nota: Gráfico elaborado pela autora
35
Considerando a alteração relevante na participação dos credores do sistema
financeiro nacional, especialmente no período mais recente, seria interessante
verificar como se comportou o coeficiente do crédito, desagregado por origem do
capital da instituição financeira. Isso ajudaria a examinar se o crédito realmente
corroborou para a suavização do consumo das famílias ou se a sua relevância só
aumentou por efeito de medidas anticíclicas.
4.1. Estimando o consumo a partir da renda, da taxa de juros e do crédito por
origem de capital
Para verificar o comportamento do coeficiente do crédito por origem de capital,
estimaremos novamente as três regressões abordadas anteriores (equações 35, 36
e 37) considerando a variável crédito desagregada entre bancos privados (nacionais
e estrangeiros) e bancos públicos.
Assim como na variável de crédito total, o teste ADF sugeriu que as séries crédito
privado e crédito público eram estacionárias em segunda diferença. Entretanto, o
teste KPSS não rejeitou a hipótese delas serem estacionárias em primeira diferença.
Tabela 7 – Teste KPSS para a variável crédito privado e crédito público
Hipótese nula: a série é estacionária Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
O teste de Chow realizado para as duas variáveis sugeriu a 5% quebras estruturais
nas séries nos mesmos períodos, primeiro trimestre de 2004 e último trimestre de
2008.
LM-Estatis. LM-Estatis.
Teste KPSS 0.720405 Teste KPSS 0.936754
1% 0.739000 1% 0.739000
5% 0.463000 5% 0.463000
10% 0.347000 10% 0.347000
Valores
críticos
Valores
críticos
Crédito privado Crédito público
36
Tabela 8 – Teste de Chow para as variáveis crédito privado e crédito público
Hipótese nula: não há quebra estrutural Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
Com isso, foi possível estimar as três regressões novamente, desagregando a
variável crédito total em crédito privado (crpriv) e crédito público (crpub).
No primeiro momento, entre o primeiro trimestre de 1996 e o primeiro trimestre de
2004, a renda, com o coeficiente positivo, se mostrou significante a 10%, com p-
valor de 0.0606. Diferente da regressão com a variável crédito agregada, o crédito
privado e o crédito público apresentaram sinais negativos na estimação do consumo.
No caso do crédito privado, seu p-valor de 0.0139, se mostrou significante. Contudo,
sem sentido econômico. A variável crédito público não se mostrou significante no
período. Os juros, diferente do modelo agregado, além de apresentar sinal
esperado, se mostrou significante a 5%. Com R2 ajustado de 37,0% e contendo 32
observações, a regressão obtida é a descrita abaixo:
( ) ( ) ( )
( ) (39)
No segundo período (2º.tri/04 até 4º.tri/08), a renda, com coeficiente esperado, se
mostrou significante a 10% (p-valor de 0.0564). A variável crédito público continuou
com sinal negativo e não significante a 10% (p-valor de 0.1398). O crédito privado
passou a apresentar sinal positivo nesse período, contudo, ainda não se mostrou
significante a 10% (p-valor de 0.2465). O juros permaneceu com sinal negativo e se
tornou não significante, com p-valor de 0.3909. Com 19 observações e com R2
ajustado de 53,5% a equação obtida foi:
( ) ( ) ( )
( ) (40)
F-statistic 2.744261 Prob. F(4,59) 0.0367
Log likelihood ratio 11.60283 Prob. Chi-square(4) 0.0206
Wald Statistic 10.97705 Prob. Chi-square(4) 0.0206
Período: 1o.tri/2004 e 4o.tri/2008
37
Entre o primeiro trimestre de 2009 e o primeiro de 2013, aqui chamado de terceiro
período, as variáveis de crédito apresentaram coeficientes com sinais positivos. O
crédito privado se mostrou significante a 10% na estimação do consumo, com p-
valor de 0.0900. O crédito público se destacou e se mostrou significante a 5%, com
p-valor de 0.0201. Vale mencionar que o coeficiente do crédito privado se mostrou
superior ao do crédito público, 0.254235 ante 0.183293. Assim como obtido na
regressão com o crédito total, a renda não se mostrou significante nesse período (p-
valor de 0.7829). O juros também não foi significante (p-valor de 0.6863). A
regressão obtida mostrou um R2 ajustado de 59,1% e pode ser escrita como:
( ) ( ) ( )
( ) (41)
Da mesma forma que ocorreu com a variável crédito total, a renda novamente não
se mostrou significante no terceiro período. Os resultados obtidos nas regressões
podem ser observados na tabela seguinte.
Tabela 9 – Resumo dos resultados das três regressões utilizando o crédito
desagregado por origem de capital
Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
Assim, o comportamento da trajetória do crédito, agregada ou desagregada se
mostrou positiva no sentido de corroborar para a suavização do consumo,
especialmente no período mais recente.
Contudo, é interessante notar que no terceiro período, entre o primeiro trimestre de
2009 e o primeiro de 2013, quando a renda reduziu sua significância para estimar o
consumo, o crescimento do crédito em grande medida esteve relacionado aos
bancos públicos, ainda que o crédito privado tenha se mantido significante e com
Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor
Constante 0.000704 0.236254 0.8150 Constante 0.005822 0.619437 0.5456 Constante -0.007575 -1.574681 0.1413
Dlog (renda) 0.373047 1.9858534 0.0606 Dlog (renda) 0.353185 2.079940 0.0564 Dlog (renda) 0.071044 0.281786 0.7829
Dlog (crédito público) -0.008815 -0.1998119 0.8444 Dlog (crédito público) -0.126643 -1.565402 0.1398 Dlog (crédito público) 0.183293 2.678784 0.0201
Dlog (crédito privado) -0.017601 -2.631892 0.0139 Dlog (crédito privado) 0.109909 1.209375 0.2465 Dlog (crédito privado) 0.254235 1.844308 0.0900
Dlog (juros) -0.081237 -2.422527 0.0224 Dlog (juros) -0.034533 -0.885330 0.3909 Dlog (juros) -0.013394 -0.413880 0.6863
1o. Período (1o.tri96/1o.tri04) 2o. Período (2o.tri04/4o.tri08) 3o. Período (1o.tri09/1o.tri13)
38
maior coeficiente. Não abordaremos nessa dissertação, se as medidas anticíclicas
dos bancos públicos implementadas por um período razoavelmente longo poderia
representar uma distorção na atividade econômica, como uma alavancagem maior
das famílias, ou até mesmo elevação do risco sistêmico financeiro. Na tabela abaixo,
há o resumo das regressões com o crédito total e o desagregado por origem de
capital.
Tabela 10 – Resultado comparativo das regressões (crédito agregado e
desagregado por origem de capital)
Nota: Estatísticas calculadas com auxílio do Eviews
É verdadeiro, portanto, que os bancos oficiais potencializaram o movimento, mas
mesmo excluindo suas carteiras, o coeficiente do crédito se mostrou mais relevante
ao longo dos períodos, o que sugere que o crédito tenha corroborado para a
suavização do consumo de forma mais estrutural.
Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor
Constante -0.003908 -0.979287 0.3358 Constante -0.004729 -0.551142 0.5897 Constante -0.005269 -1.064110 0.3066
Dlog (renda) 0.419575 1.999334 0.0554 Dlog (renda) 0.452888 2.516658 0.0237 Dlog (renda) -0.006568 -0.025139 0.9803
Dlog (crédito total) 0.056058 1.472203 0.3754 Dlog (crédito total) 0.154166 1.228998 0.2380 Dlog (crédito total) 0.441778 2.666872 0.0194
Dlog(juros) -0.036410 0.039320 0.3624 Dlog(juros) -0.018327 -0.435756 0.6692 Dlog(juros) -0.024621 -0.764243 0.4584
Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor Variável Coeficiente Estatística- t p-valor
Constante 0.000704 0.236254 0.8150 Constante 0.005822 0.619437 0.5456 Constante -0.007575 -1.574681 0.1413
Dlog (renda) 0.373047 1.9858534 0.0606 Dlog (renda) 0.353185 2.079940 0.0564 Dlog (renda) 0.071044 0.281786 0.7829
Dlog (crédito público) -0.008815 -0.1998119 0.8444 Dlog (crédito público) -0.126643 -1.565402 0.1398 Dlog (crédito público) 0.183293 2.678784 0.0201
Dlog (crédito privado) -0.017601 -2.631892 0.0139 Dlog (crédito privado) 0.109909 1.209375 0.2465 Dlog (crédito privado) 0.254235 1.844308 0.0900
Dlog (juros) -0.081237 -2.422527 0.0224 Dlog (juros) -0.034533 -0.885330 0.3909 Dlog (juros) -0.013394 -0.413880 0.6863
1o. Período (1o.tri96/1o.tri04) 2o. Período (2o.tri04/4o.tri08) 3o. Período (1o.tri09/1o.tri13)
Utilizando a variável crédito total
Utilizando a variável crédito desagregada por origem de capital
1o. Período (1o.tri96/1o.tri04) 2o. Período (2o.tri04/4o.tri08) 3o. Período (1o.tri09/1o.tri13)
39
5. Conclusão
Considerando a teoria do consumo, especialmente a da renda permanente, a
maximização da utilidade para o indivíduo ocorre quando ele consegue suavizar o
seu consumo ao longo da vida. Estudos aplicados às séries brasileiras encontraram
que consumo é impactado de maneira significativa pela renda corrente, não se
comportando, portanto, apenas como um passeio aleatório.
Uma das hipóteses sugeridas para explicar a dependência do consumo brasileiro à
renda corrente seria a possibilidade de restrição à liquidez. Contudo, ao longo dos
últimos anos experimentamos uma forte expansão do crédito à pessoa física. Dessa
forma, a presente dissertação buscou verificar se o crédito se tornou mais
significante na estimação do consumo, podendo minimizar o fato de alguma
restrição à liquidez.
Os resultados obtidos mostraram que ao longo do período abordado (1º.tri/96 até o
1º.tri 13), o crédito se mostrou mais relevante para a estimação do consumo.
Especialmente no período mais recente (1º.tri/09 até 1º.tri/13), momento que
coincidiu com a aceleração do crédito via bancos públicos em decorrência de um
comportamento anticíclico (começou como resposta à crise financeira internacional
do último trimestre de 2008). Com isso, para suavizar esse movimento anticíclico as
regressões foram reestimadas considerando o crédito desagregado por origem do
capital. O resultado obtido foi o mesmo do exercício anterior, o crédito se tornou
mais relevante ao longo do tempo para o consumo das famílias. Ainda que o
resultado com bancos públicos tenha se mostrado mais intenso.
Importante ressaltar que no período mais recente (o terceiro) a renda não se
mostrou significante para a estimação do consumo, intensificando, portanto a
variável crédito.
Assim, as estimações sugerem que o crédito, agregado ou desagregado por origem
de capital, pode ter corroborado para a suavização do consumo das famílias
40
brasileiras, especialmente no passado recente, indicando, portanto, alguma
minimização da restrição à liquidez.
41
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